авторефераты диссертаций БЕСПЛАТНАЯ БИБЛИОТЕКА РОССИИ

КОНФЕРЕНЦИИ, КНИГИ, ПОСОБИЯ, НАУЧНЫЕ ИЗДАНИЯ

<< ГЛАВНАЯ
АГРОИНЖЕНЕРИЯ
АСТРОНОМИЯ
БЕЗОПАСНОСТЬ
БИОЛОГИЯ
ЗЕМЛЯ
ИНФОРМАТИКА
ИСКУССТВОВЕДЕНИЕ
ИСТОРИЯ
КУЛЬТУРОЛОГИЯ
МАШИНОСТРОЕНИЕ
МЕДИЦИНА
МЕТАЛЛУРГИЯ
МЕХАНИКА
ПЕДАГОГИКА
ПОЛИТИКА
ПРИБОРОСТРОЕНИЕ
ПРОДОВОЛЬСТВИЕ
ПСИХОЛОГИЯ
РАДИОТЕХНИКА
СЕЛЬСКОЕ ХОЗЯЙСТВО
СОЦИОЛОГИЯ
СТРОИТЕЛЬСТВО
ТЕХНИЧЕСКИЕ НАУКИ
ТРАНСПОРТ
ФАРМАЦЕВТИКА
ФИЗИКА
ФИЗИОЛОГИЯ
ФИЛОЛОГИЯ
ФИЛОСОФИЯ
ХИМИЯ
ЭКОНОМИКА
ЭЛЕКТРОТЕХНИКА
ЭНЕРГЕТИКА
ЮРИСПРУДЕНЦИЯ
ЯЗЫКОЗНАНИЕ
РАЗНОЕ
КОНТАКТЫ


Pages:     | 1 |   ...   | 17 | 18 || 20 | 21 |   ...   | 42 |

«Руководство по индексам потребительских цен Т е о р и я и п р а к т и к а Международное бюро труда ...»

-- [ Страница 19 ] --

операций базисного периода и последующим приме 10.152. Процентные доли, назначенные отдель нением той же самой модели. Отметим, что в этом ными агентствами, иногда меняются вместе с ценой случае нет необходимости исключать НДС или НТУ операции (обычно они уменьшаются по мере роста из первоначальных данных о долях.

цен на жилье). В тех случаях, когда тарифы меняются в отдельных агентствах, может потребоваться более сложная процедура оценки. Используя данные из вы Услуги по страхованию борки операций, которые, в свою очередь, получены имущества из выборки агентов, путем эконометрического анали за можно определить отношение между стоимостью 10.156. Построение достоверных индексов цен на операции и процентной долей. Для выявления точ услуги страхования может оказаться трудновыполни ной функциональной формы этого отношения может мым на практике. В данном разделе материал ограни потребоваться эмпирический анализ. Например, ав чивается рассмотрением страхования имущества, по стралийские исследования показали, что для оценки скольку можно предположить, что этот тип страхова этого отношения можно применить регрессионный ния осуществляется в разных странах сходным обра анализ, основанный на обычном методе наименьших зом. Тем не менее здесь даются только примеры тех квадратов, и адекватной является следующая функ проблем, с которыми сталкиваются составители ин циональная форма:

декса, причем каждый сектор имеет свои специфиче ские проблемы, касающиеся как концептуального R = a + b1(1/p) + b2(1/p)2, анализа, так и вопросов измерения. Например, в слу чае со страхованием жизни страховые полисы часто где R = комиссионная ставка, p = цена дома, a = объединяются с долгосрочными инвестиционными константа, а b1 и b2 — оцениваемые параметры.

услугами, благодаря которым застрахованные лица 10.153. Оценка стоимости операций текущего пе получают финансовые выплаты, когда переживают риода, к которым применяется процентная доля, за срок действия полиса. Отделение платежей за услуги висит от того, классифицируются ли комиссионные по страхованию от инвестиционных элементов, при агентств недвижимости как издержки владения до сутствующих в единой страховой премии, создает се мом или как особые финансовые услуги. В первом рьезные проблемы для составителей индексов.

случае стоимость операций текущего периода отно 10.157. Для целей дальнейшего анализа рассмат сительно стоимости операций базисного периода бу ривается страхование имущества по следующим ви дет отражать изменение цен на дома. Во втором слу дам страховых услуг:

чае, когда покупка жилого дома трактуется как отло – страхование жилья;

женное потребление, стоимость за текущий период – страхование домашнего имущества;

будет отражать изменения ИПЦ как такового.

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА предприятие, государственное учреждение или даже – страхование транспортных средств.

домашнее хозяйство в случаях, когда базисная группа 10.158. Общее свойство всех этих страховых поли ИПЦ охватывает только некоторое подмножество до сов состоит в том, что за плату (премию) домашние машних хозяйств). Кроме того, домашние хозяйства хозяйства получают финансовое возмещение, если могут предпочесть использовать полученные поступ указанное событие повлекло за собой утрату обозна ления на совершенно иные цели. Таким образом, ченного в договоре имущества или причинение ущер оценка весов чистых расходов, по всей вероятности, ба такому имуществу. Для домашнего хозяйства аль предполагает некоторую произвольность выбора.

тернативой покупке страхового полиса является са В более общем плане, поскольку деньги, предназна мострахование. В отношении домашних хозяйств как ченные на расходы, взаимозаменяемы, попытки огра группы полученная услуга представляется как устра ничить охват расходами, осуществленными только за нение риска финансовых убытков. Надлежащий по счет избранных финансовых источников, вызывают рядок учета страхования имущества в ИПЦ зависит от сомнения. Наконец, потенциальное искажение весов того, строится ли этот индекс на основе концепций для этих статей может уменьшить пригодность полу приобретения, использования или платежей.

ченных субиндексов для других целей.

10.161. Чистые премии, валовые расходы. В рамках Платежи индекса на основе концепции платежей подход «чис тые премии, валовые расходы» базируется на точке 10.159. При использовании подхода на основе кон зрения, согласно которой полученные возмещения цепции платежей в сферу охвата попадает каждый из следует трактовать в качестве отрицательных расходов вышеперечисленных типов страховых полисов. При на страхование. Подобный подход можно рассматри анализе того, как включать в ИПЦ подобное страхо вать как попытку избежать двойного счета расходов вание имущества, необходимо рассматривать как вы на продукты, финансируемые за счет страховых воз плачиваемые валовые премии, так и получаемые до мещений и уже включенные в валовые расходы на машними хозяйствами страховые возмещения. Опре другие продукты в каких-либо других компонентах деления выплаченных валовых премий и полученных индекса. Подход с точки зрения чистых премий го страховых возмещений являются несложными. Одна раздо менее проблематичен, чем подход с точки зре ко страховые возмещения можно трактовать по-раз ния чистых расходов (поскольку, по крайней мере, ному, что влияет на вес, приписываемый страхова воздействие ограничено весами страховых услуг). Од нию, или на вес, приписываемый застрахованным нако можно утверждать, что подход на основе чистых продуктам. Веса расходов могут рассчитываться на премий противоречит подходам, принятым для дру валовой основе (то есть оцениваться с использовани гих продуктов в индексе, основанном на концепции ем выплачиваемых валовых премий) или на чистой платежей, в частности, процентов по ипотечным кре основе (то есть оцениваться с использованием вало вых премий за вычетом полученных возмещений). дитам и процентов по потребительскому кредиту, веса Аналогичным образом, веса застрахованных от по- которых основаны на валовых платежах. Учет про терь продуктов могут быть рассчитаны на валовой и центных поступлений, по всей вероятности, приведет на чистой основе (в последнем случае исключая по- к отрицательным весам, поскольку, как правило, у до купки, явно профинансированные за счет страховых машних хозяйств в целом величина чистых сбереже возмещений). Совместно все эти аспекты указывают ний является положительной.

на три приемлемых варианта порядка учета: 10.162. То обстоятельство, что подход на основе чистых премий фактически измеряет стоимость стра – валовые премии, чистые расходы;

ховых услуг, требуемых для построения индекса на – чистые премии, валовые расходы;

основе как концепций приобретения, так и концеп – валовые премии, валовые расходы. ций использования, является второстепенным. Здесь 10.160. Валовые премии, чистые расходы. Можно задача состоит в определении подходящей трактовки индекса, основанного на концепции платежей.

утверждать, что исчисление расходов за вычетом 10.163. Валовые премии, валовые расходы. Подход покупок, финансируемых за счет страховых возмеще «валовые премии, валовые расходы» базируется на точ ний, позволяет избежать двойного счета той части ке зрения, согласно которой возмещения, полученные валовых премий, которая служит финансовым источ домашними хозяйствами, просто представляют один из ником этих возмещений. С таким подходом связаны финансовых источников, за счет которых осуществля некоторые проблемы. Во-первых, необходимо пред ются расходы. Это самый привлекательный подход для положить, что вся выручка от страховых возмещений индекса, основанного на концепции платежей, по используется для покупки заменяющих продуктов скольку здесь признается взаимозаменяемый характер или для восстановления тех продуктов, которым был денег и обеспечивается непротиворечивое средство причинен ущерб. В некоторых случаях полученные идентификации как круга охватываемых индексом про возмещения могут компенсировать ущерб или разру дуктов, так и относительных весов, причем с опорой шение имущества таких субъектов, которые не вклю чаются в охват индекса (например, это может быть только на фактические расходы домашних хозяйств.

НЕКОТОРЫЕ ОСОБЫЕ СЛУЧАИ Использование – пределы возмещаемой суммы;

10.164. Если принимается подход на основе – местонахождение имущества;

концепции использования, страхование жилья нахо – размер превышения, уплачиваемого застрахован дится за пределами охвата индекса как компонент ным лицом;

величины затрат владельца (условного арендодате ля) жилья. Веса должны относиться к стоимости – страхуемые риски (события).

страховых услуг, потребленных домашними хозяй- 10.168. Хотя ясно, что определение цен на про ствами. Эта стоимость определяется как валовые дукты постоянного качества требует, чтобы эти усло страховые премии, выплаченные домашними хо- вия соблюдались неизменными, существует также зяйствами, плюс дополнительные премии минус рас- вопрос о том, должен ли риск выплаты возмещения ходы на выплату страховых возмещений минус изме- поддерживаться постоянным. Иными словами, если, нение объема актуарных резервов. скажем, автомобильные кражи учащаются, следует 10.165. Невозможно оценить номинальную стои- ли трактовать это как повышение качества или про мость чистых страховых услуг, опираясь только на об- сто как изменение цены? Если, с одной стороны, ут следования расходов домашних хозяйств. В целях верждается, что решение потребителей застраховать расчета весов самый привлекательный подход состо ся базируется на их оценке вероятности понести ит в получении данных от выборки страховщиков, убытки по сравнению с назначенными премиями, что позволяет оценить отношение чистых страховых факторы риска должны поддерживаться постоянны услуг к валовым премиям и применить этот коэффи ми. С другой стороны, можно утверждать, что, заст циент к расчетной стоимости валовых премий, полу раховавшись, потребитель просто рассчитывает на ченных из обследований расходов домашних хо возмещение любых убытков. С точки зрения потре зяйств. Однако невозможно разработать соответству бителя, любое увеличение риска просто представляет ющий показатель цен, который был бы концептуально собой увеличение базы издержек страховщика (кото обоснованным. По этой причине те страны, которые рое, возможно, но не обязательно будет переложено применяют в целях взвешивания чистые показатели, на потребителя через изменение цен). Получение до используют изменение валовых страховых премий в статочно достоверных данных для осуществления качестве условной замены показателя цены.

корректировок на качество в ответ на изменение ри ска является проблематичным, так что на практике Приобретение большинство индексов отражает изменения риска в 10.166. В рамках подхода на основе концепции виде изменения цен.

приобретения, все три типа статей оказываются в сфе- 10.169. При формировании цены на страховые ре охвата. Поскольку цель заключается в измерении полисы следует осуществлять выборку полисов, явля инфляции цен для сектора домашних хозяйств, рас- ющихся репрезентативными по отношению к поли ходы, требуемые в целях расчета весов, должны отра- сам, заключенным в базисном периоде, а затем пере жать вклад страховых компаний в инфляционный оценивать их в последующие периоды. Рассматривая процесс, равный, согласно концепции использова- страхование жилья в качестве примера, отметим, что ния, стоимости страховых услуг. выбранные в базисный период страховые полисы должны страховать жилые помещения, различные по Оценка валовых страховых премий стоимости, типу (например, деревянные и кирпич ные дома) и местонахождению. Поэтому выборки цен 10.167. Валовые страховые премии, выплаченные должны состоять из спецификаций, направленных на домашними хозяйствами за какой-либо один период, то, чтобы в совокупности охватить как можно больше определяются условиями страхового полиса, админи комбинаций этих переменных, насколько это обос стративными издержками и целевыми установками нованно. Хотя условия полиса, тип и местонахожде страховщика в отношении прибыли, риском выплаты ние жилья должны быть постоянными во времени, возмещения и любыми относящимися к данной сфе стоимость жилья нужно корректировать каждый пе ре налогами. Применительно к любому страховому риод, чтобы отражать изменения цен на дома (то есть полису, основные характеристики, определяющие его нужно сохранить неизменным лежащее в основе рас качество (обычно они специфицированы в условиях четов реальное количество). Важно отметить, что, по полиса), можно обобщить следующим образом:

скольку премии будут каким-то образом связаны со – тип страхуемого имущества (жилые помещения, стоимостью застрахованного имущества, индекс цен транспортные средства и т.д.);

на страховые услуги может изменяться без каких-ли – тип обеспечиваемого договором страхового по- бо изменений в режиме начисления премий.

крытия (физический ущерб, имущественная от- 10.170. Следует прилагать все возможные усилия ветственность и т.д.);

для идентификации каких-либо изменений в услови ях, касающихся полисов отобранных типов, в целях – характер страхового возмещения (восстановитель содействия адекватным корректировкам на измене ная стоимость, текущая рыночная стоимость и т.д.);

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА ние качества. Примерами могут служить приостанов- Таблица 10.10. Иллюстрация воздействия налогов на показатели страховых услуг (в долларах США) ка страхового покрытия при особых обстоятельствах и изменение величины превышения (или франши- Премии зы), выплачиваемой потребителем, когда осуществ- до уплаты Валовые Возме- Страховые ляется возмещение. Оценки величины таких измене- Период налогов Налог премии щение услуги ний могут базироваться на осуществляемых страхо- 1 100 5 105 60 2 100 20 120 60 вой компанией собственных расчетах их возможного воздействия на сумму общих выплачиваемых возме щений. Если предположить, что изменение совокуп- 10.172. Для простоты предположим, что нет ной величины возмещений можно приравнять к из- платежей, дополнительных к премиям, и нет акту менению объема услуг, оказываемых потребителю (по арных резервов. Тогда платежи по страховым услу сравнению с объемом услуг, которые были бы предо- гам задаются валовыми премиями за вычетом ре ставлены до продления полиса), то для измерения из- зервов для страховых возмещений. Предположим, менения цены (с учетом корректировки на качество) что во втором периоде по сравнению с первым можно сделать соответствующую корректировку пре- произошло только одно изменение — ставка нало мии. Например, рассмотрим случай, при котором ве- га на валовые премии возросла с 5 до 20 процентов.

личина превышения по договору удваивается, и ком- Тогда, по всей вероятности, будут наблюдаться пания сообщает, что это приведет к сокращению со- значения, приведенные в таблице 10.10. При таком вокупной величины возмещений на три процента. сценарии ясно, что платежи по страховым услугам Данное событие можно рассматривать в виде эквива- увеличились с 45 до 60 долларов США (на 33 про лента трехпроцентного роста цен. цента), однако валовые премии возросли всего на 14,3 процента.

Использование валовых премий 10.173. Вышеизложенная задача является не в качестве заменяющего показателя тривиальной, если учесть, что изменения ставок налогов на валовые страховые премии часто под чистых страховых услуг вержены значительным колебаниям. Одно из прак 10.171. Платежи за чистые страховые услуги вклю- тических решений проблемы состоит в разложении чают административные издержки и прибыль стра- страховых услуг на два компонента: страховых ус ховщика, а также любые налоги. Проблема состоит в луг до уплаты налогов (или за вычетом налогов) и том, что налогами на страхование обычно облагаются налога на страховые услуги. Показатель цены для валовые премии. Поэтому, если валовые страховые первой переменной строится на базе динамики ва премии облагаются налогом по высокой ставке, на на- ловых премий за вычетом налогов, а показатель це логи будет приходиться еще большая часть платежей ны для второй переменной задается изменениями за чистые страховые услуги. Использование только ва- налогов на валовые премии. Для разработки прак ловых страховых премий с учетом налогов как показа- тически пригодной методики, позволяющей непо теля цены недооценивает реальное воздействие роста средственно измерять динамику цен на страховые налоговых ставок. Данное обстоятельство наилучшим услуги до уплаты налогов, требуются дальнейшие образом иллюстрируется на следующем примере. исследования.

НЕКОТОРЫЕ ОСОБЫЕ СЛУЧАИ Приложение 10.1. Пример расчета индекса цен для депозитного продукта a) Выборочный счет для базисного периода. В этом примере используются только данные за отдельный месяц.

На практике выборки счетов часто формируются таким образом, что каждый счет содержит данные за весь год.

Налоги Стоимость Дебет (Д) операции Налог Остаток Дата или кредит (К) Операция (в долларах) (в долларах) (в долларах) 456, 2 января Д Получение денег в кассе 107,05 0,70 348, 12 января К Депозит 4000,00 2,40 4346, 13 января Д Электр. перевод средств в торговой точке (ЭПСТТ) 50,62 0,30 4295, 13 января Д Получение денег в кассе 371,00 0,70 3923, 14 января Д Снятие наличных в банкомате данного банка 300,00 0,70 3622, 14 января Д Снятие наличных в банкомате данного банка 100,00 0,70 3522, 16 января Д Снятие наличных в банкомате данного банка 100,00 0,70 3421, 16 января Д Получение денег в кассе 371,00 0,70 3049, 16 января Д Чек 90,00 0,30 2959, 19 января Д Снятие наличных в банкомате данного банка 100,00 0,70 2858, 19 января Д Снятие наличных в банкомате данного банка 100,00 0,70 2757, 19 января К Депозит 4000,00 2,40 6755, 19 января Д Чек 740,00 1,50 6014, 20 января Д ЭПСТТ 76,42 0,30 5937, 21 января Д Снятие наличных в банкомате другого банка 20,00 0,30 5917, 21 января Д Чек 100,00 0,70 5816, 22 января Д Чек 43,40 0,30 5772, 22 января Д Чек 302,00 0,70 5469, 22 января Д Чек 37,00 0,30 5432, 23 января Д Получение денег в кассе 371,00 0,70 5060, 23 января Д Чек 72,00 0,30 4988, 27 января Д Снятие наличных в банкомате данного банка 150,00 0,70 4837, 27 января Д Чек 73,50 0,30 4764, 27 января Д Чек 260,00 0,70 4503, 27 января Д ЭПСТТ 51,45 0,30 4451, 28 января Д Получение денег в кассе 19,95 0,30 4431, 28 января Д Чек 150,00 0,70 4280, 29 января Д Чек 140,00 0,70 4140, 30 января Д Получение денег в кассе 371,00 0,70 3768, 30 января Д Чек 8,00 0,30 3760, 30 января Д Чек 60,00 0,30 3699, Всего налогов: 21, Комиссионные Вид операций Общее число операций Число оплаченных операций Сумма (в долларах) Получение денег в кассе 6 2 6, ЭПСТТ 3 0 0, Снятие наличных в банкомате данного банка 6 0 0, Снятие наличных в банкомате другого банка 1 1 1, Операции с чеками 13 3 3, Операции с депозитами 2 2 0, Всего комиссионных 10, Комиссионные и налоги рассчитываются на основе данных, приведенных, соответственно, в таблицах (b) и (c).

Источник: Woolford (2001).

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА b) Тарифы комиссионных. Здесь обобщается информация, которую обычно можно получить в финансовых учрежде ниях. Таблица содержит данные за каждый период по количеству бесплатных операций и платежам за дополнитель ные операции в расчете на каждую операцию. Ноль в графе, отражающей количество бесплатных операций, указы вает на то, что нет бесплатных операций, ноль в следующей графе указывает на то, что все операции бесплатны.

Базисный период Текущий период Количество Сумма платежей Количество Сумма платежей Описание бесплатных операций (в долларах) бесплатных операций (в долларах) Получение денег в кассе 4 3,00 4 3, ЭПСТТ 10 0,50 9 0, Снятие наличных в банкомате данного банка 10 0,50 9 0, Снятие наличных в банкомате другого банка 0 1,20 0 1, Операции с чеками 10 1,00 9 1, Операции с депозитами 0 0,00 0 0, Источник: Woolford (2001).

c) Налоговые ставки. Далее приводится таблица налоговых ставок того типа, который обычно используется в Авст ралии. Дебетовый налог взимается со всех дебетовых операций по соответствующим счетам, причем разная сумма выплаты устанавливается для разных диапазонов стоимости операций (то есть используется скачкообразная функ ция). Сбор с финансовых учреждений взимается со всех депозитов, причем сумма этого сбора определяется как процентная ставка от стоимости депозита.

Дебетовый налог на банковские счета Стоимость операции (в долларах) Налог (в долларах) Базисный Текущий Мин. Макс. период период 0 1 0,00 0, 1 100 0,30 0, 100 500 0,70 0, 500 5 000 1,50 1, 5 000 10 000 3,00 3, 10 000 + 4,00 4, Сбор с финансовых учреждений (%) Базисный период Текущий период 0,06 0, Источник: Woolford (2001).

d) Данные о процентах. Таблица представляет в обобщенном виде остатки и приведенные в годовом исчислении процентные потоки, полученные посредством расчета скользящих средних по данным, содержащимся в отчетах финансовых учреждений. Процентные ставки и маржа рассчитаны на основе данных по остаткам и потокам.

Базисный период Текущий период Остаток Проценты Остаток Проценты (в млн (в млн Процентная Маржа (в млн (в млн Процентная Маржа долларов) долларов) ставка (%) долларов) долларов) ставка (%) Депозитные продукты Счета физических лиц 22 000 740 3,3636 2,4937 23 600 775 3,2839 2, Текущие 6 000 68 1,1333 4,7241 6 600 75 1,1364 4, Прочие 16 000 672 4,2000 1,6574 17 000 700 4,1176 1, Счета предприятий 25 000 920 3,6800 2,1774 28 000 1 000 3,5714 2, Всего по депозитным счетам 47 000 1 660 3,5319 2,3255 51 600 1 775 3,4399 2, Кредитные продукты Счета физических лиц 42 000 3 188 7,5905 1,7331 46 000 3 400 7,3913 1, Счета предприятий 28 000 2 540 9,0714 3,2140 31 000 2 700 8,7097 3, Всего по кредитным счетам 70 000 5 728 8,1829 2,3255 77 000 6 100 7,9221 2, Базисная ставка 5,8574 5, Источник: Woolford (2001).

НЕКОТОРЫЕ ОСОБЫЕ СЛУЧАИ e) Данные по ИПЦ. Таблица содержит данные, требуемые для выведения индекса цен для пересчета остатков базис ного периода. Этот пример соответствует австралийской практике квартальных ИПЦ. Если вычисляется месячный ИПЦ, потребуется расчет скользящих средних за 12 периодов.

t–5 t–4 t–3 t–2 t– Все группы 117,5 121,2 123,4 127,6 129, Скользящее среднее за 4 периода 122,4 125, Индекс цен для пересчета остатков базисного периода 1, Источник: Woolford (2001).

f) Расчетный отобранный счет текущего периода. Остаток на начало периода и значения стоимости операций вы водятся посредством применения индекса цен к суммам базисного периода. Выплаченный налог определяется на основе данных, содержащихся в таблице (c). Выплаченные комиссионные определяются на основе данных, содер жащихся в таблице (b).

Налоги Стоимость Дебет (Д) операции Налог Остатки Дата или кредит (К) Операции (в долларах) (в долларах) (в долларах) 467, 2 января Д Получение денег в кассе 109,59 0,70 356, 12 января К Депозит 4 094,75 2,46 4 449, 13 января Д ЭПСТТ 51,82 0,30 4 396, 13 января Д Получение денег в кассе 379,79 0,70 4 016, 14 января Д ЭПСТТ 307,11 0,70 3 708, 14 января Д Снятие наличн. в банком. дан. банка 102,37 0,70 3 605, 16 января Д Снятие наличн. в банком. дан. банка 102,37 0,70 3 502, 16 января Д Получение денег в кассе 379,79 0,70 3 122, 16 января Д Операции с чеками 92,13 0,30 3 029, 19 января Д Снятие наличн. в банком. дан. банка 102,37 0,70 2 926, 19 января Д Снятие наличн. в банком. дан. банка 102,37 0,70 2 823, 19 января К Депозит 4 094,75 2,46 6 915, 19 января Д Чек 757,53 1,50 6 156, 20 января Д ЭПСТТ 78,23 0,30 6 078, 21 января Д Снятие наличн. в банкомате др. банка 20,47 0,30 6 057, 21 января Д Чек 102,37 0,70 5 954, 22 января Д Чек 44,43 0,30 5 909, 22 января Д Чек 309,15 0,70 5 599, 22 января Д Чек 37,88 0,30 5 561, 23 января Д Получение денег в кассе 379,79 0,70 5 181, 23 января Д Чек 73,71 0,30 5 107, 27 января Д Снятие наличн. в банком. дан. банка 153,55 0,70 4 952, 27 января Д Чек 75,24 0,30 4 877, 27 января Д Чек 266,16 0,70 4 610, 27 января Д ЭПСТТ 52,67 0,30 4 557, 28 января Д Получение денег в кассе 20,42 0,30 4 536, 28 января Д Чек 153,55 0,70 4 382, 29 января Д Чек 143,32 0,70 4 238, 30 января Д Получение денег в кассе 379,79 0,70 3 857, 30 января Д Чек 8,19 0,30 3 849, 30 января Д Чек 61,42 0,30 3 787, Всего налогов: 21, Комиссионные Вид операции Общее количество Число оплаченных Сумма (в долларах) Получение денег в кассе 6 2 6, ЭПСТТ 3 0 0, Снятие наличн. в банком. дан. банка 6 0 0, Снятие наличн. в банком. др. банка 1 1 1, Операции с чеками 13 4 4, Операции с депозитами 2 2 0, Всего комиссионных 11, Источник: Woolford (2001).

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА g) Индексы для текущих счетов. В этой таблице результаты сводятся воедино. Стоимостные агрегаты текущего пе риода выводятся следующим образом. Значения маржи вычисляют, умножая агрегированный показатель базисно го периода на произведение индекса цен (e) и соотношения показателей маржи текущего и базисного периодов для текущих счетов (d). Значения комиссионных вычисляют, умножая агрегированный показатель базисного периода на отношение общих сумм выплаченных комиссионных по отобранному счету текущего (f) и базисного (a) перио дов. Налоги рассчитываются по аналогии с расчетом комиссионных.

Базисный период Текущий период Стоимостной агрегат Стоимостной агрегат Компонент (в долларах) Индекс (в долларах) Индекс Маржа 28 344 100,0 27 913 98, Комиссионные 11 904 100,0 13 071 109, Налоги 14 739 100,0 14 818 100, Итого 54 987 100,0 55 803 101, Источник: Woolford (2001).

ОШИБКИ И СИСТЕМАТИЧЕСКИЕ ОШИБКИ Введение and Kersten, 1986) и Далена (Daln, 1995). Эти ошибки можно подразделить на две общие категории: ошибки 11.1. В данной главе обсуждаются общие типы выборки и ошибки регистрации.

потенциальных ошибок, которым подвержены все индексы цен. В литературе, посвященной индексам Ошибка выборки потребительских цен (ИПЦ), эти ошибки анализиру 11.3. Ошибки выборки возникают вследствие то ются с двух сторон, и в данной главе эти два аспекта го факта, что оценка ИПЦ базируется на выборках, представлены последовательно. Во-первых, в данной а не на полной переписи соответствующих совокуп главе характеризуются источники ошибок выборки и ностей. Ошибки выборки исчезают, если наблюде ошибок регистрации, возникающих при оценке ИПЦ ния охватывают всю совокупность целиком. Как для данной совокупности на основе выборки наблю упоминалось в предыдущих главах, в качестве объ даемых цен. Во-вторых, в данной главе дается обзор екта оценки органы статистики обычно выбирают соображений и аргументов, высказанных в многочис индекс цен с фиксированными весами. Индекс с ленных исследованиях последних лет, в которых сис фиксированными весами можно трактовать как тематические ошибки ИПЦ квалифицируются как средневзвешенное частных индексов отдельных то результат недостаточно точного учета изменений ка варных групп, при этом веса представляют собой чества, осуществляемых потребителями замещений доли расходов. Процедуры оценки, применяемые товаров и других факторов. Следует подчеркнуть, что большинством органов статистики для исчисления многие из обсуждаемых здесь исходных проблем ана ИПЦ, включают различные виды выборок. Самыми лизируются гораздо более подробно в других разделах важными из них являются следующие:

данного руководства.

• для каждой товарной группы — выборка товаров, используемая для расчета элементарного индекса Типы ошибок цен для данной товарной группы;

• для каждого товара — выборка торговых точек, 11.2. Oдна из основных целей выборочного об используемая для расчета элементарного индекса следования состоит в том, чтобы получить оценку оп цен на основе индивидуальных наблюдений цен;

ределенных свойств совокупности. Оценки никогда • для оценки средних долей расходов на товарные не будут тождественны этим свойствам. Всегда имеет группы необходима выборка домашних хозяйств место некоторая ошибка. Различные типы ошибок (некоторые страны используют для получения представлены в систематическом виде в таблице 11.1.

долей расходов данные национальных счетов Обзор разных типов стохастических и нестохастичес вместо данных обследований расходов домашних ких ошибок, возникающих при исчислении ИПЦ, хозяйств).

можно также найти в работах Балка и Керстена (Balk 11.4. Ошибку выборки можно разделить на ошибку отбора и ошибку оценки. Ошибка отбора возникает, когда фактические вероятности отбора отклоняются от вероятностей, указанных в плане выборки. Ошибка Таблица 11.1. Классификация ошибок индекса оценки означает эффект, порождаемый использовани потребительских цен ем выборки, базирующейся на процедуре случайного отбора. Каждый раз при формировании новой выбор Совокупная ошибка ки в нее будут попадать различные элементы, что, Ошибка выборки Ошибка отбора скорее всего, будет давать в результате разные значе Ошибка оценки ния оценки.

Ошибка регистрации Ошибка наблюдения Ошибка регистрации Ошибка избыточного охвата Ошибка в ответах 11.5. Ошибки регистрации возможны даже в том Ошибка обработки случае, когда ведется наблюдение за всей совокупно Ошибка вследствие отсутствия наблюдения Ошибка в результате недостаточного охвата стью. Эти ошибки можно подразделить на ошибки Ошибка в результате непредставления ответа наблюдения и ошибки вследствие отсутствия наблю РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА дений. Ошибки наблюдения — это ошибки, совершае- 11.10. Еще одной ошибкой отсутствия наблюде ния является ошибка в результате непредставления мые при получении и регистрации базовых наблюде ответа. Такие ошибки могут возникать вследствие ний или ответов.

11.6. Избыточный охват означает, что в обследо- невозможности своевременно получить требуемую вание включены некоторые элементы, которые не от- информацию обо всех включенных в выборку едини носятся к целевой совокупности. Органы статистики цах выборки. Здесь можно провести различие между часто работают с неадекватной основой выборки в от- общим и частичным (относительно конкретных про ношении торговых точек. Например, в некоторых дуктов) непредставлением ответа. Общее непредстав странах в качестве основы выборки торговых точек ление ответа имеет место, когда с отобранными тор используется реестр предприятий. Торговые точки в говыми точками невозможно установить контакт или таком реестре классифицируются по основным видам когда точки отказываются участвовать в обследова деятельности. Таким образом, реестр обычно демон- нии цен. Другой пример общего непредставления от стрирует большую степень избыточного охвата, по- вета связан с ситуацией, когда отправленные по поч скольку содержит многочисленные торговые точки, те анкеты или формы сбора данных возвращаются ре которые не входят в охват ИПЦ (например, фирмы, спондентом, и, соответственно, регистратором цен продающие товары предприятиям, а не домашним после истечения срока обработки данных. Если изме хозяйствам). Кроме того, детальная информация от- нения цен в торговых точках, не представивших отве носительно всех товаров, продаваемых торговой точ- ты, отличаются от изменений цен в точках, предста кой, обычно отсутствует, поэтому может оказаться, вивших ответы, результаты обследования цен будут что конкретный товар в отобранной торговой точке содержать систематическую ошибку.

вообще не продается. 11.11. Ситуации общего и частичного непредстав 11.7. Ошибки в ответах при проведении обследо- ления ответов могут также возникнуть при обследова ваний цен или расходов домашних хозяйств случают- нии расходов домашних хозяйств. Общее непредстав ся тогда, когда респондент не понимает вопроса или ление ответа отмечается, когда отобранные в выборку не желает давать правильный ответ, или когда интер- домашние хозяйства отказываются сотрудничать.

вьюер или регистратор цен совершает ошибку при ре- Примером частичного непредставления ответа явля гистрации данных ответа. Например, во время обсле- ется ситуация, когда домашнее хозяйство отказывает дований расходов домашних хозяйств респонденты, ся давать информацию о расходах на определенные по-видимому, систематически занижают расходы на группы товаров.

некоторые товарные группы, такие как табачные из делия или алкогольные напитки. В большинстве Измерение ошибок стран основной метод сбора данных о ценах — это ре и систематических ошибок гулярное посещение торговых точек лицами, прово дящими регистрацию. Они могут зарегистрировать Оценка дисперсии цены ненужных товаров.

11.8. Данные о ценах обрабатываются в несколько 11.12. Оценка дисперсии зависит как от выбран этапов, таких как кодирование, ввод, передача и ре- ной формулы оценки ИПЦ, так и от плана выборки.

дактирование (контроль и корректировка). На каж- В работе Буна (Boon, 1998) дается обзор методов отбо дой из этих стадий могут возникать так называемые ра, которые применяются при составлении ИПЦ раз ошибки обработки. Например, в торговых точках реги- личными европейскими статистическими учрежде страторы записывают цены на бумажных формах. ниями. Оказалось, что для отбора торговых точек все После возвращения регистратора домой для ввода и го четыре из них использовали те или иные вероятно передачи информации о ценах используется компью- стные методы, и только одно учреждение применяло тер. Очевидно, что такой способ обработки цен под- вероятностный отбор для составления выборки про вержен ошибкам. дуктов-представителей. В отсутствие вероятностных 11.9. Ошибки вследствие отсутствия наблюдений методов используются методы так называемого отбо происходят, когда не удается выполнить запланиро- ра по усмотрению и отбора методом отсечения.

ванные измерения. Недостаточный охват имеет мес- 11.13. Учитывая сложность (частично связанных то, если какие-то элементы целевой совокупности не между собой) планов выборки при составлении вошли в основу выборки. Основа выборки торговых ИПЦ, комплексный подход к оценке дисперсии ока точек может характеризоваться недостаточным охва- зывается проблематичным. Иными словами, выясня том, что означает, что невозможно установить кон- ется, что трудно представить единую формулу для из такт с некоторыми торговыми точками, в которых мерения дисперсии ИПЦ, которая учитывала бы все покупаются относящиеся к обследованию товары. источники ошибки выборки. Однако вполне возмож Некоторые органы статистики, по-видимому, исклю- но разработать частные (или условные) показатели, чают из основы выборки торговых точек фирмы, тор- которые количественно измеряют эффект только од гующие товарами по почте, или палатки, торгующие ного источника изменчивости. Например, в работе непищевыми продуктами на городских рынках. Балка и Керстена (1986) вычисляется дисперсия ОШИБКИ И СИСТЕМАТИЧЕСКИЕ ОШИБКИ ИПЦ, вызванная изменчивостью выборки, получен- выборки см. в работе Сэрндала, Свенссона и Ретма ной в результате обследования расходов домашних на (1992, стр. 418–445).

хозяйств, причем принимается допущение о том, что известны точные значения частных индексов цен.

Качественные описания ошибок В идеальном случае все обусловленные теми или ины регистрации ми факторами ошибки выборки должны быть сведе ны в обобщающую систему оценки сравнительной 11.16. Гораздо труднее получить количественные значимости различных источников ошибок. Приняв показатели ошибок регистрации. Поэтому единст весьма жесткие ограничивающие допущения, Балк венной возможностью в этом смысле являются каче (1989а) разработал комплексную основу для опреде- ственные показатели. Например, вместо целевых со ления общей ошибки выборки при исчислении ИПЦ. вокупностей можно использовать охват основ выбор 11.14. Существуют разнообразные процедуры ки (с учетом разрывов, повторов и проблем, связан для оценки дисперсии выборки при расчете ИПЦ. ных с определением). Можно взять процентную долю Для определения ошибок, связанных с вероятност- целенаправленных выборок торговых точек, на осно ным планом формирования выборки, можно ис- ве которых были получены ответы или подходящие пользовать формулы оценки, основанные на плане данные о ценах (то есть процент ответивших). Можно (то есть дисперсии формул оценок по методу Горви- описать все известные расхождения в ценах ответив ца—Томпсона), в сочетании с процедурами линеари- ших и неответивших торговых точек, а также учесть зации Тейлора. Например, можно вывести основан- случаи применения метода условного исчисления или ную на плане выборки формулу дисперсии исходя из оценки для компенсации неполученных ответов. Ос предположения о том, что план основан на перекре- новная часть проблем со систематическими ошибка стной классификации, а товары и торговые точки ми приходится на несколько типов ошибок регистра независимо отбираются из двухмерной совокупнос- ции, которые рассматриваются ниже.

ти с вероятностями, пропорциональными размеру Процедуры минимизации совокупности в каждом измерении. Следуя этой ме тодике, авторы исследования Дален и Олссон (1995) ошибок обнаружили, что ошибка выборки для 12-месячного изменения ИПЦ всех товаров Швеции составила 11.17. Ошибку оценки можно ограничить с помо порядка 0,1–0,2 процента. щью плана выборки. Например, при оценке ИПЦ 11.15. Основная проблема, связанная с неверо- ошибку можно уменьшить, увеличив размер выборки ятностной выборкой, состоит в том, что нет теорети- или сделав вероятности отбора пропорциональными чески приемлемого способа узнать, насколько точно некоторой хорошо подобранной вспомогательной пе разброс данных выборки отражает разброс в сово- ременной. Выбор надлежащего плана выборки для купности. В этой ситуации для оценки дисперсии ИПЦ — чрезвычайно сложная задача. Целевая сово необходимо прибегнуть к методам аппроксимации. купность представляет собой набор всех товаров и ус Одним из них является метод квазислучайных чисел луг, которые приобретаются, используются, или опла (см. Сэрндал, Свенссон и Ретман (Srndal, Swensson чиваются домашними хозяйствами в торговых точках and Wretman, 1992, стр. 574)), который основан на в конкретный период времени. Адекватная процедура предположениях о вероятностях отбора товаров и вероятностного отбора предполагает составление вы торговых точек. Проблема, связанная с этим мето- борки с использованием случайного механизма, при дом, заключается в том, что трудно найти вероятно- использовании которого каждый товар или услуга со стную модель, которая адекватно аппроксимирует вокупности имеет известную вероятность отбора.

метод, фактически используемый для отбора торго- В сочетании с формулой оценки Горвица—Томпсона вых точек и продуктов-представителей. Другая воз- этот план вероятностной выборки приведет к индек можность состоит в применении методов повторной су, который (в приближении) является свободным от выборки, таких как методы случайных групп, сба- систематической ошибки и точным.

лансированных полувыборок, метод расщепления 11.18. В практике проведения обследований ши выборки и метод повторной выборки с возвращени- роко используются следующие три плана вероятност ем. Это — класс абсолютно непараметрических ме- ного отбора: простой случайный (ПС) отбор, отбор с тодов оценки выборочных распределений и стан- вероятностью, пропорциональной размеру, (ВПР), и дартных ошибок. Каждый из методов повторной вы- стратифицированный отбор, при котором по каждо борки основан на извлечении из данной выборки му слою производится ПС-отбор или ВПР-отбор.

большого количества подвыборок. Интересующий Преимущество ПС-отбора — в его простоте;

он при параметр может быть оценен по каждой подвыборке. писывает каждому элементу совокупности равную ве Приняв весьма слабые условия, можно показать, что роятность включения в выборку. ВПР-отбор имеет то распределение результирующих оценок приближа- преимущество, что более значимые элементы получа ют больший шанс быть выбранными, по сравнению ется к выборочному распределению исходных оце с менее значимыми. Например, согласно подходу нок. Более подробный анализ методов повторной РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА ют, что методы невероятностного отбора необязатель Управления по статистике Швеции, торговые точки отбираются с вероятностями, пропорциональными но работают хуже вероятностных методов, если оце некоторому замещающему показателю размера, а нивать их по величине среднеквадратической ошибки именно — количеству работников. Планы, предусма- (Де Хаан, Оппердус и Шут, 1997).

тривающие разные вероятности, могут привести к 11.20. При условии, что задан план выборки, вы значительному уменьшению дисперсии по сравне- борочную дисперсию оценочного ИПЦ (для всех то нию с планами, предусматривающими равные веро- варов) можно снизить, как правило, одним из следу ятности. При стратифицированном отборе совокуп- ющих способов:

ность разбивается на непересекающиеся подсовокуп- – увеличением выборок домашних хозяйств, това ности, называемые стратами. Например, Управление ров и торговых точек;

национальной статистики Соединенного Королевст- – применением адекватной стратификации к раз ва подразделяет совокупность торговых точек по типу личным совокупностям (например, группировка (универсальные, независимые и специализирован- товаров по сходству изменений цен).

ные) для формирования различных страт. По каждой 11.21. Важно оптимально распределить имеющие страте формируется выборка, в соответствии с опре- ся ресурсы между разными выборками ИПЦ и внутри деленным планом. Одна из причин того, почему стра- этих выборок, поскольку плохо размещенные выбор тифицированное формирование выборки столь попу- ки могут привести к неоправданно значительным лярно, состоит в том, что бoльшую часть потенциаль- ошибкам выборки. Шведские результаты оценки дис ного выигрыша в точности выборки, составленной на персии, представленные в работе Далена и Олссона основе ВПР-отбора, можно получить путем страти- (1995), показывают, что ошибка в отношении выборки фицированного ПС-отбора в пределах хорошо орга- товаров относительно велика по сравнению с ошиб низованных страт. Стратифицированный отбор в не- кой в отношении выборки торговых точек. В этом слу которых аспектах проще, чем ВПР-отбор. чае целесообразно увеличить размер выборки товаров 11.19. По причине отсутствия подходящих основ и уменьшить размер выборки торговых точек.

выборки отбор часто производится с помощью неве- 11.22. На основе систематического анализа роятностных методов. Одним из видов неслучайного ошибок выборки можно предложить способы повы отбора является субъективный отбор (или эксперт- шения отдачи от затрат или сокращения издержек.

ный отбор). В этом случае эксперт отбирает опреде- Задача оптимального размещения выборки обычно ленные «типичные» элементы, по которым должны формулируется как определение размеров выборки быть собраны данные. Если эксперт является квали- товаров и торговых точек и распределения их по фицированным специалистом, результатом может стратам, которое сводит к минимуму ошибку вы оказаться довольно хорошая выборка, но гарантиро- борки при расчете ИПЦ для всех товаров (в рамках вать это невозможно. Более сложным невероятност- имеющегося бюджета).

ным методом является квотный отбор. При осуществ- 11.23. Как уже отмечалось, реестр предприятий лении квотного отбора совокупность сначала делится обычно не является адекватной основой выборки на определенные страты. Для каждой страты фикси- применительно к торговым точкам, поскольку дает в руется количество (квота) элементов, которые долж- большой степени избыточный охват. Рекомендуется ны быть включены в выборку. Далее интервьюер на установить подходящую основу выборки, составив месте просто заполняет квоты, что в случае с торговы- перечень основных торговых точек в каждом вклю ми точками означает, что отбор, в конечном счете, ба- ченном в выборку городе или районе. Этот перечень зируется на субъективной оценке регистраторов цен. позволит сформировать список всех торговых точек Еще одним невероятностным методом является отбор в городе или районе вместе с товарными группами, методом отсечения. Он означает, что часть целевой которые имеются у них в ассортименте. Менее доро совокупности сознательно исключается из процесса гой способ организации основы выборки торговых формирования выборки. В частности, данная проце- точек заключается в том, чтобы поручить регистра дура используется, когда распределение значений торам цен, которые, как можно предположить, хоро некоторой вспомогательной переменной является шо знают местную ситуацию, составить список тор весьма смещенным. Например, значительная часть говых точек, в которых домашние хозяйства делают совокупности может состоять из маленьких торговых свои покупки.

точек, вклад которых в совокупный объем продаж не- 11.24. Совокупности товаров (и их разновиднос велик. Тогда может быть принято решение об исклю- тей) и торговых точек с течением времени непрерыв чении из основы выборки торговых точек с наимень- но меняются. Состав большинства товарных групп не шими объемами продаж. Поскольку отбор не являет- является постоянным во времени, поскольку какие ся случайным, невероятностные методы обычно при- то товары исчезают с рынка и появляются новые.

водят к оценкам с более или менее значительными Течение времени также нарушает совокупности тор систематическими ошибками. Эмпирические резуль- говых точек: одни торговые точки закрываются, вре таты исследований, проведенных Статистическим менно или навсегда, другие появляются, уменьшает управлением Нидерландов, тем не менее, показыва- ся или увеличивается значимость тех или иных тор ОШИБКИ И СИСТЕМАТИЧЕСКИЕ ОШИБКИ 11.28. Непредставление ответа обычно приводит говых точек. Выборки товаров (и их разновидностей) и торговых точек нужно периодически пересматри- к систематической ошибке отбора. Существует три вать и корректировать, чтобы поддерживать их ре- способа обработки отсутствующих наблюдений цен.

презентативность в отношении текущих покупатель- Во-первых, соответствующую цену можно исключить ских привычек домашних хозяйств. из массива данных, касающихся цен прошлого пери 11.25. Ошибки в ответах, вызванные занижением ода, в результате чего обеспечивается сопоставимость уровня расходов домашнего хозяйства на определен- множества предыдущих цен с множеством текущих ные категории товаров, можно скорректировать, ис- цен. Во-вторых, сопоставимости можно добиться, ис пользуя оценки национальных счетов, базирующиеся пользуя условно исчисленную цену вместо отсутству на данных производителей (см. в качестве примера ющего значения. Условно исчисленную цену можно работу Линдера (Linder, 1996)). Число ошибок изме- рассчитать путем переноса на следующий период пре рения, совершаемых регистраторами цен, можно со- дыдущего ценового наблюдения или путем экстрапо кратить, снабдив их портативными компьютерами ляции этого наблюдения с использованием измене для ввода данных. Таким образом можно обеспечить ния других наблюдений цен для того же товара.

проверку достоверности наблюдаемых цен на месте В-третьих, существует возможность повторного рас регистрации (то есть в торговой точке) — путем авто- чета весов выборки. Цель повторного расчета весов матического сопоставления текущих наблюдений цен заключается в том, чтобы увеличить вес, придавае с ценовыми значениями, наблюдавшимися прежде мый ценам предоставивших ответ торговых точек. Та (установив пределы процентных изменений цен) и кой подход компенсирует цены, которые были утра наблюдений, полученных в других торговых точках чены в результате непредставления ответа.

(установив подходящие верхние и нижние границы). 11.29. При обследовании расходов домашних Подробные сведения приводятся в работе Хэйворта, хозяйств отсутствующие данные обычно условно ис Фенвика и Бивена (Haworth, Fenwick and Beaven, 1997). числяются с использованием информации о том же 11.26. Целесообразно назначать инспекторов по самом домашнем хозяйстве за предыдущий период сбору данных для проверок деятельности регистрато- наблюдения или сведений о другом домашнем хозяй ров данных в целях обеспечения качества. Целесооб- стве за тот же самый период наблюдения. Чтобы разной является также организация регулярных уменьшить систематическую ошибку в средней встреч, на которых регистраторы и статистики из цен- структуре расходов, вызванную избирательным трального учреждения могли бы обмениваться опы- непредставлением ответов, выборка домашних хо том. Таким образом, статистики постоянно были бы зяйств, на основе которой проводилось обследование осведомлены об условиях работы на местах и могли расходов, как правило, впоследствии стратифициру бы, пользуясь такой возможностью, давать более пол- ется по ряду характеристик домашних хозяйств, та ную информацию о наиболее частых ошибках, совер- ких как доход, состав и размер.

шаемых регистраторами цен, и о новых репрезента Типы систематических ошибок тивных товарах.

11.27. Важно проверять собранные данные о ценах для обнаружения ошибок обработки данных и, по воз- 11.30. В данном разделе рассматривается несколь можности, исправления этих ошибок. Такая деятель- ко категорий ошибок, возникающих при сборе ин ность называется редактированием данных.


Редакти- формации о ценах или при построении индекса, ко рование отдельных наблюдений называется микроре- торые потенциально могут привести к систематичес дактированием. Если ресурсы, расходуемые на редак- ким ошибкам общего ИПЦ. Основное внимание уде тирование данных, должны быть минимизированы, и ляется классификации ошибок, а также в некоторой в то же время требуется поддержание высокого уровня степени вопросам их вероятного размера, а не мето качества данных, единственная возможность состоит в дам их уменьшения или устранения. Возникает во выборочном редактировании и макроредактировании. прос о том, зачем необходимо подобное рассмотре Выборочное редактирование является разновиднос- ние, ведь проблема изменения качества и соответст тью традиционного микроредактирования, при кото- вующие методы ее решения при составлении ИПЦ ром объем редактирования сводится к минимуму. анализируются и на концептуальном, и на практиче Редактируются только те данные, которые влияют на ском уровне в других главах.

результаты обследования. Макроредактирование 11.31. Причиной, по которой в данной главе об использует метод анализа по нисходящей. Редактиру- суждается тема систематических ошибок ИПЦ как ются не отдельные данные (например, ценовые на- таковых, является то, что в середине 1990-х годов рез блюдения), а агрегированные данные (например, ко возрос интерес к проблемам измерений цен. Ши индексы цен товарной группы). Микроредактирова- роко распространилась, особенно в США, точка зре ние отдельных данных осуществляется только в том ния, согласно которой ИПЦ подвержен системати случае, если какие-то результаты макроредактирова- ческому завышению ввиду неспособности адекват ния вызывают подозрения. В частности, следует уде- ного учета замещений товаров потребителями, повы лить внимание резко отклоняющимся значениям. шения качества продукции, а также появления новых РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА товаров и услуг. Более того, было признано, что, во- 11.34. Второе замечание состоит в том, что систе первых, систематическое завышение должно приво- матическая ошибка ИПЦ не поддается столь же точ дить к серьезным последствиям для измерения по- ной оценке, как дисперсия ИПЦ. Поскольку ИСЖ следних тенденций в объеме производства и произ- или другой гиперболический целевой индекс не явля водительности и, во-вторых, исключение завышения ются наблюдаемыми, давая количественные оценки может значительно улучшить ситуацию с государст- степени смещения, аналитики вынуждены отчасти венным бюджетом путем сокращения государствен- полагаться на догадки и обобщения, основанные на ных расходов и увеличения налоговых поступлений фрагментарных эмпирических данных. Заметные ис (см., например, Элдридж (Eldridge,1999) и Даган и ключения касаются систематической ошибки вслед Гиллингхэм (Duggan and Gillingham,1999)). Эти выво- ствие неучета замещения, когда одни и те же базовые ды привели к публикации ряда работ и отчетов по данные по ценам и расходам можно использовать для проблемам измерения, которые часто сопровожда- расчета традиционных индексов Ласпейреса и гипер лись данными о точечных оценках систематических болических формул индекса, при этом разница в зна ошибок в агрегатах. чениях интерпретируется как показатель системати 11.32. В качестве ярких примеров количествен- ческого завышения, вызванного использованием ных исследований систематических ошибок можно формулы Ласпейреса.

назвать следующие работы: публикация Консульта- 11.35. Вышеупомянутые публикации представля тивной комиссии по изучению ИПЦ (Сенат Соеди- ют несколько разных классификаций систематичес ненных Штатов, 1996), Бюджетное бюро конгресса ких ошибок. Однако достаточно использовать четыре (1994), Кроуфорд (Crawford, 1998), Каннигхэм категории, приблизительно соответствующие тем, (Cunningham, 1996a), Дален (1999а), Диверт (1996c), которые были сформулированы в наиболее извест Лебоу, Робертс и Стоктон (Lebow, Roberts and ном исследовании, а именно в «Заключительном от Stockton, 1994), Лебоу и Радд (2003), Шапиро и Уил- чете Консультативной комиссии по изучению ИПЦ»

кокс (1997b), Ширацука (Shiratsuka, 1999), Уайт (1999) (комиссия Боскина), представленном Финансовым и Уинн и Сигалла (Wynne and Sigalla, 1994). Реакция комитетом Сената США в 1995 году. Имеются в виду на эти публикации и оценки статистических учрежде- следующие категории: систематическая ошибка ний содержатся в работах Абрахама и др. (Abraham et вследствие неучета замещения на наиболее высоком al., 1998), Бюро статистики труда США (1998), Дю- уровне агрегирования;

систематическая ошибка эле шарма (Ducharme, 1997), Эдвардса (1997), Фенвика ментарного агрегата;

систематическая ошибка, (Fenwick, 1997), Лекийе (Lequiller, 1997), Моултона связанная с изменениями качества и новыми товара (1996b) и Моултона и Мозеса (1997). Среди многих ми;

и систематическая ошибка, связанная с новыми других обзоров проблемы систематических ошибок торговыми точками.

ИПЦ следует упомянуть работы Бейкера (1998), Бос- 11.36. Эти категории можно далее подразделить кина и др. (Boskin et al., 1999), Дитона (1998), Диверта на две подгруппы в соответствии с тем, относятся (1998), Кригера и Сискинда (Krueger and Siskind, они к ошибкам в индивидуальных ценовых измере 1998), Нордхауса (Nordhaus, 1998), Обста (Obst, 2000), ниях или к ошибкам при исчислении рядов индекса.

ОЭСР (1997), Поллака (1998), Попкина (1997) и Систематическая ошибка, связанная с изменением Триплетта (1997). качества товаров, и систематическая ошибка, связан 11.33. Прежде всего имеет смысл сделать два за- ная с новыми товарами, возникают из-за неспособ мечания относительно измерения систематических ности адекватно измерить стоимость появляющихся ошибок при расчете ИПЦ. Во-первых, к этой пробле- на рынке (или исчезающих с него) отдельных товаров ме обычно обращаются в контексте индекса стоимос- и услуг для потребителей. Следует признать, что ти жизни (ИСЖ). Иными словами, систематическая дискуссии по поводу проблем с «новыми товарами»

ошибка или отклонение ИПЦ определяется как раз- одинаково применимы ко всем продуктам, будь то ность между темпом роста ИПЦ и темпом роста ис- товары или услуги. На концептуальном уровне мо тинного ИСЖ. Многие авторы публикаций о систе- гут возникнуть трудности с разграничением систе матических ошибках принимали как некоторую дан- матических ошибок этих двух типов. Однако на ность посылку о том, что ИСЖ должен быть целью практическом уровне систематическая ошибка, свя измерения ИПЦ. Несколько иные выводы можно занная с изменением качества, относится к проце сделать, если рассматривать в качестве цели индекса дурам сравнения новых продуктов или моделей с ус чистый индекс цен. Примечательно, что тогда при- таревшими продуктами, которые заменяются новы рост благосостояния потребителей, вызванный рас- ми в выборках ИПЦ. Как правило, систематичес ширением массива новых товаров, или способность кую ошибку, связанную с новыми товарами, можно потребителей к замещению товаров при росте их от- рассматривать как применимую к совершенно но носительных цен, могут считаться не имеющими зна- вым типам продуктов, или к продуктам, которые не чения, и поэтому индекс, в котором не учитываются попали бы в выборку обычным образом через вы данные факторы, может расцениваться как не содер- нужденную замену. Систематическая ошибка, свя жащий систематическую ошибку. занная с новыми торговыми точками, иногда назы ОШИБКИ И СИСТЕМАТИЧЕСКИЕ ОШИБКИ ваемая систематической ошибкой вследствие не- 11.39. В работах Женерё (Genereux, 1983) и Аиз учета замены торговых точек, похожа на система- корб и Джекмена (Aizcorbe and Jackman, 1993) приво тическую ошибку, связанную с новыми товарами, дятся результаты таких сравнений индексов и оценки но связана с появлением новых типов магазинов систематической ошибки вследствие неучета замеще или методов маркетинга, предлагающих товары бо- ния на высшем уровне агрегирования с использова лее высокого качества или товары по более низким нием рядов фактических ИПЦ, соответственно, для ценам. Канады и США. Другие ранние исследования, пред 11.37. Другие категории систематических ошибок принятые Брейтвейтом (Braithwait, 1980) и Мансером относятся к процедурам составления значений ин- и Макдональдом (Manser and McDonald, 1988), содер декса из рядов компонентов. Как отмечается на всем жат оценки систематической ошибки вследствие не протяжении этого руководства, составление ИПЦ учета замещения в индексах национальных счетов производится в два этапа, или на двух уровнях. На США. Вместо гиперболических индексов в работе низшем уровне агрегируют индексы отдельных на- Брейтвейта (1980) используются оценки строгих ин блюдений цен, а на высшем уровне происходит агре- дексов стоимости жизни, основанные на системной гирование этих элементарных индексов. Двум указан- оценке спроса. Похожий пример для Нидерландов ным уровням соответствует два вида потенциальных был приведен в работе Балка (1990). В этих исследо систематических ошибок. Систематическая ошибка ваниях последовательно демонстрируется появление элементарного агрегата предполагает использование систематического завышения в результате использо усредняющих формул, которые используются для аг- вания формулы Ласпейреса. Систематические ошиб регирования значений индивидуальных индексов цен ки ежегодных изменений индексов в отдельные годы в элементарные индексы. Систематическая ошибка относительно невелики и составляют в среднем от 0, вследствие неучета замещения на высшем уровне до 0,3 процентного пункта. Эти ошибки зависят эм агрегирования касается формул, которые использу- пирически от таких факторов, как удаленность от ба ются для объединения элементарных индексов в ин- зисного периода индекса Ласпейреса, уровень дета дексы высшего уровня. Эти компоненты потенциаль- лизации индекса, на котором применяются альтерна ных систематических ошибок и способы их измере- тивные формулы, и от того, является ли гиперболиче ния рассматриваются более подробно ниже. ский индекс разновидностью индексов с фиксиро ванной базой или разновидностью цепных индексов.


Компоненты систематических 11.40. Источником основных различий между индексами Ласпейреса и гиперболическими индек ошибок сами являются вариация относительных цен за Систематическая ошибка сравниваемый период и сдвиги потребляемых ко личеств к тем категориям индекса, по которым от вследствие неучета замещения носительные цены снизились. Данное обстоятель на высшем уровне агрегирования ство приводит к нескольким выводам.

• Если динамика индекса характеризуется непре 11.38. Систематическая ошибка вследствие не рывной единообразной тенденцией изменения от учета замещения на высшем уровне агрегирования, носительных цен во времени, при сопутствующей возможно, является самым широко признанным ис тенденции потребления, величина ежегодной сис точником искажения ИПЦ, и это тот тип системати тематической ошибки индекса Ласпейреса будет ческой ошибки, который наиболее знаком экономис увеличиваться по мере удаления от базисного пе там из описанных в учебниках теории и практики ин риода (однако Гринлис (1997) отмечает, что суще дексов цен. В упрощенном изложении можно сказать, ствует немного эмпирических данных, подтверж что данная систематическая ошибка возникает, когда дающих это явление в США, см. также работу при исчислении ИПЦ используется формула Ласпей Шульца (1983)).

реса (см. главу 17), которая, как хорошо известно, • При тех же самых обстоятельствах сокращение ин обеспечивает верхнюю границу для индекса стоимос тервала сцепления весов расходов приведет к ти жизни при определенных предположениях отно уменьшению систематической ошибки вследствие сительно поведения потребителей. Как отмечалось неучета замещения на высшем уровне агрегирова выше в пункте 11.34, количественные показатели си ния в ИПЦ по формуле Ласпейреса. Более частое стематической ошибки вследствие неучета замеще сцепление увеличит вес, приписываемый индек ния на высшем уровне агрегирования можно генери сам, которые снижаются по относительным ценам, ровать путем сравнения индексов цен Ласпейреса с тем самым снижая темп роста ИПЦ. Напротив, ес гиперболическим индексом Фишера, индексом Торнк ли в относительных изменениях индекса наблюда виста или другими гиперболическими индексами.

ются «скачкообразные колебания», более частое При определенных допущениях, например, о постоян сцепление может привести к «цепному отклоне стве предпочтений, эти показатели являются относи тельно точными оценками систематической ошибки. нию» индекса Ласпейреса в сторону завышения.

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА • Систематическая ошибка вследствие неучета за- низшем уровне (или систематической ошибкой вследствие неучета замещения внутри страты), если мещения на высшем уровне агрегирования имеет формула не отражает осуществляемые потребителями тенденцию к увеличению в периоды более высо замещения среди продуктов, содержащихся в данной кой инфляции, если в это же время наблюдается секции индекса. Таким образом, при любой конкрет более значительная вариация относительных цен.

ной формуле элементарного индекса можно разли Однако пока существует немного эмпирических чать два вида систематической ошибки в соответст данных, которые бы подтверждали этот тезис.

вии с целью этого элементарного индекса.

11.41. Понятие систематической ошибки вследст 11.44. В главах 9 и 20 данного руководства рассма вие неучета замещения на высшем уровне агрегирова триваются характеристики альтернативных формул ния было выведено и рассмотрено в контексте теории элементарного индекса. Один из важнейших резуль индексов стоимости жизни. Однако эквивалентную татов состоит в том, что формула Карли для среднего систематическую ошибку можно определить исходя арифметического соотношений цен характеризуется из концепции чистого индекса цен. Если идеальный систематическим завышением относительно тренда индекс Фишера или какой-либо другой гиперболиче средних цен продуктов. В результате Статистическое ский индекс рассматривается как предпочтительный бюро ЕС запретило использование этой формулы в благодаря симметричному подходу к структуре расхо исчислении гармонизированных индексов потреби дов базисного и текущего периодов, разность между тельских цен (ГИПЦ). Взвешенная формула, исполь таким индексом и индексом Ласпейреса можно ин зовавшаяся в расчете базовых индексов при исчисле терпретировать как показатель систематической нии ИПЦ США, имела некоторые характеристики ошибки репрезентативности. Похожий аргумент формулы Карли до внесения изменений в процедуры можно привести в отношении систематической и вычисления в 1995 и 1996 годах. Связанные с этим ошибки вследствие неучета замещения на низшем проблемы и методы, выбранные для их решения, рас уровне внутри секций элементарного индекса.

сматриваются, например, в работах Райнсдорфа и 11.42. Недавно Лебоу и Радд (2003) дали опреде Моултона (1997) и Моултона (1996).

ление и оценку еще одной категории систематичес 11.45. Формулы, основанные на соотношении кой ошибки, связанной с агрегированием на высшем средних арифметических (индекс Дюто) и средних ге уровне. Они сделали вывод о том, что веса, основан ометрических (индекс Джевонса), исключают опре ные на обследовании потребительских расходов, деленную здесь систематическую ошибку формулы, и которые использовались при подсчете ИПЦ США, обе они разрешены Статистическим бюро ЕС. Одна были подвержены ошибке по причине, например, ко их математические ожидания различаются, когда представления заниженных данных о расходах на та темпы изменения цен продуктов не одинаковы. Эти бачные изделия и алкогольные напитки. Это приво различия дают один из способов оценки потенциаль дит к систематической ошибке в определении весов, ной величины систематической ошибки вследствие если ошибки в относительных весах коррелируют с неучета замещения на низшем уровне агрегирования.

изменениями индекса компонентов (источники для Формула среднего геометрического точно оценивает оценки весов расходов и проблемы с такой оценкой индекс стоимости жизни, если потребители следуют подробно рассматриваются в главе 4).

поведенческой модели Кобба—Дугласа, тогда как формула, основанная на соотношении средних ариф Систематическая ошибка метических, соответствует поведению, предполагаю элементарного агрегата щему нулевую норму замещения. Таким образом, ес ли цель заключается в том, чтобы приблизиться к ин 11.43. Систематическую ошибку элементарного дексу стоимости жизни, то, по всей вероятности, агрегата можно разделить на два компонента: систе- формулу среднего геометрического следует рассмат матическую ошибку, связанную с формулами, и сис- ривать как более предпочтительную.

тематическую ошибку вследствие неучета замещения 11.46. В будущем данные сканирования, возмож на низшем уровне агрегирования. Элементарный ин- но, позволят регистрировать потребление на уровне декс в ИПЦ содержит систематическую ошибку, если отдельных видов продуктов ежедневно, еженедельно его математическое ожидание отличается от цели из- или ежемесячно и использовать эти данные в расчетах мерения. Термин «систематическая ошибка форму- гиперболических индексов. Однако в настоящее вре лы» (или «систематическая ошибка функциональной мя гиперболические формулы для расчета элементар формы») используется здесь для обозначения ситуа- ных индексов ИПЦ использовать невозможно. Для ции, в которой формула элементарного индекса мо- того чтобы приблизиться к индексу стоимости жизни, жет приводить к систематическому завышению от- необходимо принять некоторые предположения, со носительно чистого индекса цен. Когда целью изме- ответствующие модели Кобба—Дугласа. Отметим, рения является индекс стоимости жизни, формула что замещение, которое в идеальном случае должно элементарного индекса характеризуется системати- отражаться индексом, предполагает выбор, который ческой ошибкой вследствие неучета замещения на делает потребитель среди всех продуктов в ячейке ин ОШИБКИ И СИСТЕМАТИЧЕСКИЕ ОШИБКИ декса: разные продукты, продукты в разных торговых числить отсутствующие цены может привести к сис точках, разные размеры упаковки одного и того же тематической ошибке в модифицированной формуле продукта, или один и тот же продукт, предлагаемый к Ласпейреса и других формулах индекса.

продаже в разное время в рамках периода, к которому относится индекс (см. Дальтон, Гринлис и Стюарт Систематические ошибки, (Dalton, Greenlees and Stewart, 1999)). Таким образом, вызванные изменением качества надлежащая степень предполагаемого поведения в и появлением новых продуктов области замещения должна зависеть, в принципе, от измерений разнообразия видов в каждой категории 11.51. Анализ потенциальных систематических продуктов.

ошибок ИПЦ, возникающих из-за неадекватной кор 11.47. Метод, используемый статистической служ ректировки на изменение качества, имеет давнюю ис бой для отбора продуктов в рамках одной товарной торию. Например, в докладе Комитета Стиглера о категории, определяет действенность выбора форму статистике цен в США (Комитет по обзору статисти лы в плане преодоления систематической ошибки ки цен, 1961) было высказано замечание о том, что вследствие неучета замещения на низшем уровне. На «если бы провести голосование среди профессио пример, если для представления категории выбирает нальных экономистов и статистиков, то, по всей ве ся только один репрезентативный продукт, формула роятности, они отметили бы (и подавляющим боль индекса не позволит отразить реакцию потребителя шинством голосов), что неспособность индексов цен на изменения относительных цен в совокупности полностью учесть изменения качества является са продуктов. В более общем плане, индекс на основе мым важным недостатком этих индексов». В боль формулы среднего геометрического при малых объе шинстве исследований систематических ошибок, не мах выборки характеризуется систематическим завы измеренные или неправильно измеренные измене шением;

в результате систематическая ошибка вслед ния качества также считаются основным фактором ствие неучета замещения на низшем уровне может совокупной систематической ошибки. Общепризна оказаться заниженной при эмпирических сопостав но, что корректировка на изменение качества — чрез лениях среднего геометрического с другими формула вычайно сложная процедура, соответственно, не ме ми индексов. Связь между ошибкой выборки и оцен нее сложно измерить какую-либо систематическую ками систематических ошибок рассматривается в ра ошибку, вызванную изменением качества.

боте Уайта (1999). Относительно систематической 11.52. В отличие от систематической ошибки ошибки малой выборки при использовании среднего вследствие неучета замещения, которую можно оце геометрического см. также работу Макклелланда и нить путем сопоставления альтернативных формул, Райнсдорфа (McClelland and Reinsdorf, 1999).

систематическую ошибку, вызванную изменением 11.48. Влияние выбора формулы можно оценить качества, необходимо анализировать на основе по с некоторой степенью точности за данный прошлый следовательного анализа каждого продукта. Продук период. Однако любая соответствующая системати ты и соответствующие компоненты индекса с тече ческая ошибка может быть оценена только на основе нием времени будут характеризоваться весьма раз предположения о том, что среднее геометрическое личными темпами изменения качества. Кроме того, или другая функциональная форма успешно аппрок будут меняться методы, используемые для корректи симирует цель измерения индекса.

ровки на изменение качество. В отношении частоты 11.49. Как следует из приведенного анализа, вели использования может преобладать метод увязки, но чина систематической ошибки элементарного агрега значительные компоненты индекса могут исчис та различна в разных странах, в зависимости от кон ляться и на основе издержек производства, гедони кретной используемой формулы индекса, степени ческой корректировки или других методов, изло разнородности внутри страт индекса, а также приме женных в главах 7 и 21.

няемых методов отбора. Кроме того, как и в случае с 11.53. Чрезвычайно важно признать, что направ систематической ошибкой вследствие неучета заме ление общего изменения качества не предполагает щения на высшем уровне, систематическая ошибка направления систематической ошибки, вызванной элементарного агрегата изменяется вместе с общим изменением качества. Неспециалисты иногда пола уровнем инфляции в стране, если имеет место корре гают, что при исчислении ИПЦ корректировки на ляция изменений абсолютных и относительных цен.

качество вообще не проводятся или проводятся в 11.50. На результативности любой формулы, при очень малой степени, и что поэтому индекс должен меняемой для расчета элементарных индексов, будут завышать любые изменения цен с учетом множества также сказываться методы, используемые статистиче очевидных случаев повышения качества товаров и скими службами для преодоления особых ситуаций, услуг с течением времени. Однако в отношении ин таких как сезонные товары и другие продукты, кото декса любого компонента проблема в большей мере рые временно отсутствуют. Армкнехт и Мэйтленд заключается в том, что прямой или косвенный метод, Смит (Armknecht and Maitland-Smith, 1999) рассмат ривают вопрос о том, как неспособность условно ис- выбранный для корректировки на качество, приво РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА дит к переоценке или недооценке относительного ка- 11.58. Подобно систематической ошибке, связан ной с изменением качества, систематическая ошибка, чества заменяющих продуктов в выборке для ИПЦ.

связанная с появлением нового товара, иногда оцени Возникающая в результате систематическая ошибка валась, главным образом, путем обобщения данных может быть положительной или отрицательной.

по отдельным товарам. Часто применялся метод из 11.54. Эмпирические данные о систематической мерения динамики цен на товар или категорию ошибке, вызванной неучетом изменения качества, товаров за период, предшествующий попаданию этих были, главным образом, основаны на экстраполяции товаров в выборку ИПЦ. В исследованиях Хаусмана отдельных исследований конкретных продуктов. Эти (1997, 1999), касающихся таких товаров, как каши бы отдельные исследования могли содержать, например, строго приготовления и хлопья, а также сотовые теле сопоставления индексов по методу гедонической рег фоны, были получены количественные показатели рессии с соответствующими рядами ИПЦ или оценки прироста благосостояния потребителей, связанного с стоимости улучшения качества некоторых продуктов, новыми товарами, но этот сложный эконометричес которое игнорируется при исчислении ИПЦ. Боль кий подход широко не применялся. Некоторые из тех шинство исследований указывало на систематичес оценок систематической ошибки, связанной с появ кое завышение, а не занижение, однако опирались лением новых товаров, которые были осуществлены они на фрагментарные данные, что и вызвало крити Комиссией Боскина, особенно в отношении продук ку со стороны специалистов, приводивших примеры тов питания, неизбежно строились на догадках.

снижения качества, которые не были подвергнуты 11.59. Кроме того, подобно систематической систематическому анализу.

ошибке, вызванной неучетом изменения качества, 11.55. Общие тенденции качества, особенно в систематическая ошибка, связанная с новыми това сфере услуг, могут быть предметом субъективной рами, может быть отрицательной, если сужается ас оценки. Новые технологии привели к несомненному сортимент продуктов, если значимые потребитель повышению качества многих потребительских това ские товары исчезают с рынка или если индекс не в ров длительного пользования и других товаров.

состоянии учесть периоды резкого роста цен на про Напротив, в сфере услуг, таких как почта, общест дукты. Однако большинство наблюдателей, по-види венный транспорт и здравоохранение, оценить из мому, едины во мнении относительно того, что систе менения качества довольно трудно. Например, за матическая ошибка носит характер систематического последние десятилетия авиапутешествия стали безо завышения, а неопределенность касается только ве паснее и быстрее, но, возможно, менее комфорта личины этой ошибки.

бельными и надежными, и отсутствие данных о перекрестной вариации этих характеристик делает проблематичным использование гедонических Систематическая ошибка, связанная методов корректировки на качество.

с новыми торговыми точками 11.56. Систематическую ошибку, связанную с но выми товарами, подобно систематической ошибке 11.60. В концептуальном плане систематическая элементарного агрегата, можно концептуально разде- ошибка, связанная с новыми торговыми точками, лить на два компонента. Первый компонент связан с идентична систематической ошибке, связанной с но неспособностью достаточно оперативно вводить но- выми товарами. Она возникает из-за неспособности вые товары в выборку ИПЦ. Это может привести к отразить изменения цен в торговых точках, еще не систематическому завышению в случае, если позднее включенных в выборку, или прирост благосостояния цены на эти новые товары существенно падают, что потребителей после открытия новых точек. Сущест не отражается в индексе. Второй компонент — это вование такой систематической ошибки как особой прирост благосостояния потребителей, обусловлен- категории объясняется двояко. Первая причина но ный появлением нового продукта. Однако второй сит исторический характер: систематическая ошиб компонент можно не рассматривать как систематиче- ка, связанная с новыми торговыми точками, была скую ошибку, когда индекс стоимости жизни не рас- определена Райнсдорфом (Reinsdorf, 1993) как по сматривается в качестве цели измерения ИПЦ. тенциально главное объяснение аномальных измене 11.57. Как обсуждалось в главе 8, «новые товары» ний ИПЦ США. Вторая причина состоит в том, что могут быть отнесены к следующим категориям: методы, используемые для отбора и сопоставления товары, заменяющие прежние, например, компакт- торговых точек, отличаются от соответствующих ме диски, которые замещают виниловые пластинки и тодов, используемых по отношению к товарам, и кассеты;

виды продукции, которые расширяют ассор- проблемы, связанные с устранением систематичес тимент для выбора потребителей, например, импорт- кой ошибки, связанной с новыми торговыми точка ное пиво или рестораны с национальной кухней;

или ми, носят несколько иной характер.

товары, представляющие совершенно новые катего- 11.61. Неспособность поддерживать текущую рии потребления, например, микроволновые печи выборку торговых точек может вызвать систематиче или мобильные телефоны. скую ошибку, поскольку новые точки отличаются в ОШИБКИ И СИСТЕМАТИЧЕСКИЕ ОШИБКИ отношении политики ценообразования или обслу- тервал для совокупной систематической ошибки.

живания. Например, Райнсдорф (1993) подчеркивал Авторы большинства детальных исследований сис роль распространения дисконтных магазинов. Од- тематической ошибки также приходят к выводу о нако следует отметить, что проблемы могут также том, что такая ошибка ИПЦ носит характер систе носить географический характер;

важно использо- матического завышения, хотя это заключение неод вать такие основы выборки торговых точек, которые нократно подвергалось критике.



Pages:     | 1 |   ...   | 17 | 18 || 20 | 21 |   ...   | 42 |
 





 
© 2013 www.libed.ru - «Бесплатная библиотека научно-практических конференций»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.